非英语专业大学生二语动机自我系统的实证研究

端义镭 ，周景芸 ，迟秋雅 ，李 洁

（1.金陵科技学院 外国语学院，江苏 南京 211169；2.南京工业大学 外国语言文学学院，江苏 南京 211800）

一、研究背景

动机能激发学习行为，并为行为保持提供内驱力。二语习得众多因素都以学习者具有动机为前提（Dörnyei2005：65），因此动机研究一直是二语习得研究领域的热点。二语动机研究始于20世纪50年代，历经社会心理、认知情境和过程取向三个阶段，现已发展至社会动态阶段（Dörnyei ＆ Ushioda 2011）。作为此阶段的标志性成果，二语动机自我系统理论受到了学界的广泛关注，论文集Motivation，Language Identity and the L2 Self（Dörnyei ＆ Ushioda 2009）的出版更是带动了相关实证研究的开展（Booet al.2015）。

二语动机自我系统由理想二语自我、应该二语自我和二语学习体验①国内学界对L2 learning experience的翻译各异，本文统一翻译为二语学习体验。三要素组成（Dörnyei 2005，2009）。理想二语自我是个体理想自我中与二语学习相关的方面，如果学习者的理想自我能熟练掌握某种第二语言，就会产生学习这种语言的动力。应该二语自我是学习者为了满足重要他者的期待、避免负面结果的出现，而自我设定的应该具备的二语学习特征。理想二语自我和应该二语自我都属于自我导向（self-guide）的范畴，都是学习者渴望实现的目标状态，都是能产生缩小现实自我和未来自我之间差距的动机，但前者表现为各种期望和抱负，后者则表现为各种义务和责任，两者的结合与“趋利避害”的动机原则一致。二语学习体验是与学习环境和个人经历相关的情境动机，由教师、课堂、课程、前期学习经历等多种因素构成。

目前有关二语动机自我系统的实证研究集中于对理论的验证，探讨系统三要素之间及其与努力程度或学习行为之间的关系（Csizér ＆ Kormos 2009； Dörnyei ＆ Chan 2013； Kormoset al.2011； Papi 2010；Ryan 2009；Taguchiet al.2009；You ＆ Dörnyei 2016；Youet al.2016；刘凤阁 2015；刘珍等2012；彭剑娥2015；徐智鑫、张黎黎2013；韦晓保2013，2014；詹先君2015）。总体而言，与传统的融合性动机（Gardner 1985，2001）相比，二语动机自我系统对努力程度或学习行为的解释力更强（Ryan 2009；Taguchiet al.2009；徐智鑫、张黎黎2013）。然而，上述研究在具体发现上仍存在一些差异，例如理想二语自我与应该二语自我是相互影响的（Papi 2010；刘珍等 2012；韦晓保 2013，2014；詹先君2015），还是彼此独立的（Taguchiet al.2009；Youet al.2016；刘凤阁 2015；徐智鑫、张黎黎 2013）；对努力程度或学习行为预测力最强的是二语学习体验（Papi 2010；You ＆ Dörnyei 2016；Youet al.2016；刘珍等 2012；彭剑娥 2015；韦晓保 2013，2014），还是理想二语自我（Taguchiet al.2009；徐智鑫、张黎黎 2013；詹先君 2015）；应该二语自我的动机效应是被完全边缘化的（彭剑娥 2015；韦晓保 2013，2014），还是受到应有的关注的（徐智鑫、张黎黎 2013）。关于这些问题，学界尚需要通过更多实证研究来予以回答。此外，虽然部分研究对样本进行了分组，考察了性别、地域、受教育程度对二语动机自我系统的影响（Ryan 2009；You ＆ Dörnyei 2016；葛娜娜、金立鑫 2016），但这还不够，因为专业背景、语言水平等因素尚未被纳入研究之中。因此，在前人研究的基础上，本研究拟采用问卷调查的方式，对非英语专业大学生二语动机自我系统的现状、影响因素及其与学习努力程度之间的关系进行深入探究。

二、研究设计

（一）研究问题

本研究旨在回答以下3个问题：1）非英语专业大学生二语动机自我系统的总体情况如何？2）性别、专业背景和英语水平是否会对二语动机自我系统产生影响？3）二语动机自我系统与学习努力程度之间的关系如何？

（二）研究工具

本研究使用的问卷由两部分构成：第一部分调查学生的个人信息，第二部分调查学生的学习努力程度和二语动机自我系统的状况。后者在设计时参考了Taguchiet al.（2009）研究使用的问卷，采用李克特六点量表，从“非常不同意”（1分）到“非常同意”（6分），共有22个题项。为了检验量表的结构效度和信度，研究组在155名非英语专业大学生中进行了问卷试测。KMO测度和Barlett球形检验结果显示，KMO值为0.934，远大于0.60的最低要求（秦晓晴 2009：226），Barlett球形检验也达显著水平（p=0.000），表明试测数据适合进行因子分析。运用主成分分析法按方差最大旋转对数据进行因子分析，依据碎石图并结合特征值和理论构念，将22个题项聚成4个特征值大于1的因子，分别命名为“学习努力程度”“理想二语自我”“应该二语自我”和“二语学习体验”。所有题项的因子负荷介于0.421和0.858之间，大于0.30的最低要求（秦晓晴2009：231），累积可解释69.84%的方差。因此，量表的结构效度较为理想。内在一致性检验显示，量表整体的Cronbachα系数达0.946，4个变量的Cronbachα系数介于0.700和0.936之间，满足不低于0.70的标准（秦晓晴2009：220）。因此，量表的信度亦符合要求，可将其用于后续大规模实测，实测量表题项的编排如表1所示。

表1 实测量表题项的编排信息

（三）数据收集与分析

2017年11—12月，研究组在课堂上分别对来自江苏省5所高等院校（综合性院校2所，师范类院校1所，理工类院校2所）的931名非英语专业大学生进行了问卷调查，其中大一学生503人，大二学生428人，之前均无在国外学习或生活的经历。为了打消学生的顾虑以获得真实的数据，施测者事先向学生承诺问卷作答情况仅作研究之用，与个人评价和成绩评定无关，不会对其产生任何负面影响。研究组共回收问卷931份，剔除作答不全的问卷后共得到有效问卷920份，问卷有效率为98.82%。920名研究对象的基本信息如表2所示。

表2 研究对象的基本信息（n=920）

数据分析使用SPSS 22.0和Amos22.0完成，具体分为以下3个步骤：1）取每个变量所有题项的均值作为学生在该变量上的得分，对二语动机自我系统的总体情况进行描述性统计；2）将样本按性别、专业背景和英语水平分组，先对分组样本的二语动机自我系统进行描述性统计，再用多元方差分析考察这3个因素对二语动机自我系统的影响；3）采用皮尔逊相关分析考察二语动机自我系统与学习努力程度之间的相关关系，在此基础上通过构建结构方程模型来进一步探究变量之间的关系。

三、结果与讨论

（一）二语动机自我系统的总体情况及影响因素

如表3所示，学生的理想二语自我、应该二语自我和二语学习体验的均值分别为4.51、4.55和4.38，总体上处于中等偏上水平。

表3 二语动机自我系统的总体和分组描述性统计

我们以性别、专业背景和英语水平为自变量，以二语动机自我系统为因变量，对数据进行了多元方差分析。 结果显示，专业背景（F（3，906）=4.509，p=0.004）和英语水平（F（6，1812）=8.716，p=0.000）对二语动机自我系统有显著的主效应；性别无显著的主效应（F（3，906）=1.232，p=0.297），但与专业背景和英语水平有显著的三重交互效应（F（6，1812）=3.762，p=0.001）。

我们进一步分析了性别、专业背景和英语水平对理想二语自我、应该二语自我和二语学习体验的主效应和三重交互效应，详情见表4。

表4 性别、专业背景和英语水平对二语动机自我系统三要素的主效应和三重交互效应

由表 4 可知，专业背景对理想二语自我（F（1，908）=12.704，p=0.000）和二语学习体验（F（1，908）=4.925，p=0.027）的主效应达到显著水平。两两比较发现，文科学生的理想二语自我（MD=0.28，p=0.000）和二语学习体验（MD=0.16，p=0.027）显著强于理工科学生。与理工科学生相比，文科学生对同属文科的英语课程有更强的认同感，更容易想象自己将来在学习、工作、生活中使用英语进行交流的图景，对英语学习在其个人发展和自我实现中的重要性有更深刻的认识，因此，对英语语言文化以及英语学习的目标、任务、环境、过程等持有更为积极的态度。

与专业背景情况类似，英语水平对理想二语自我（F（2，908）=6.103，p=0.002）和二语学习体验（F（2，908）=13.319，p=0.000）的主效应也达到显著水平。两两比较发现，已过六级学生的理想二语自我显著强于未过四级学生（MD=0.32，p=0.001），二语学习体验显著强于未过四级学生（MD=0.44，p=0.000）和已过四级学生（MD=0.28，p=0.012）。相对而言，已过六级学生对英语学习有更强的自信心和自我效能感，同时，较为成功的学习经历使其对当下的英语学习及未来成为一名成功英语使用者的愿景具有更为正面的情感。Henry（2015）指出，理想自我具有动态性，在与现实自我的互动中不断发生改变，如果现实自我的二语水平不断提升，那么理想二语自我也会随之提升。

性别无显著的主效应，其对理想二语自我（F（2，908）=7.754，p=0.000）、应该二语自我（F（2，908）=8.550，p=0.000）和二语学习体验（F（2，908）=7.506，p=0.001）的显著影响均体现在与专业背景和英语水平的三重交互效应上。交互效应显著时需要采用简单效应检验作进一步分析，这里将专业背景和英语水平固定以考察性别效应②三重交互效应显著说明，一个因素如何起作用要受另外两个因素的影响。在做简单效应检验时，将哪两个因素固定以考察第三个因素的效应取决于研究者的理论兴趣（舒华、张亚旭 2008：146）。，分组详情见表5。

简单效应检验显示，在理工科学生中，未过四级女生的理想二语自我 （F（1，913）=40.03，p=0.000）、应该二语自我（F（1，913）=13.31，p=0.000）和二语学习体验（F（1，913）=61.53，p=0.000）均显著强于男生，已过四级男生的应该二语自我显著强于女生（F（1，913）=7.20，p=0.007），已过六级女生的应该二语自我显著强于男生（F（1，913）=3.98，p=0.046）。理工科其他组别和文科各组别的性别差异均未达到显著水平。 之前，Ryan（2009），You ＆ Dörnyei（2016）以及葛娜娜、金立鑫（2016）先后采用独立样本t检验对男女生分组数据进行分析，并报告了二语动机自我系统的性别差异。本研究引入更多自变量并采用多元方差分析处理数据后发现，性别不能单独对二语动机自我系统产生显著影响，其对二语动机自我系统的影响受专业背景和英语水平的制约，且这种影响具有一定的复杂性。

表5 简单效应检验分组描述性统计

（二）二语动机自我系统与学习努力程度的关系

为了考察二语动机自我系统与学习努力程度的关系，本研究对变量进行了相关分析。如表6所示，二语动机自我系统三要素两两之间存在中等或高相关关系③相关系数的绝对值小于或等于0.39被认为是低相关，介于0.40和0.69之间被认为是中等相关，大于或等于0.70被认为是高相关（秦晓晴、毕劲 2015： 415）。（r理想-应该=0.575，p＜0.01；r理想-体验=0.780，p＜0.01；r应该-体验=0.527，p＜0.01）； 三要素与学习努力程度之间也存在中等或高相关关系（r理想-努力=0.773，p＜0.01；r应该-努力=0.574，p＜0.01；r体验-努力=0.843，p＜0.01）。 这说明二语动机自我系统三要素之间密切关联，共同发挥动机效应。

表6 二语动机自我系统与学习努力程度的相关分析

依据相关分析结果，参考Papi（2010）以及刘珍等（2012）的研究结果，本研究将二语动机自我系统三要素作为自变量，将学习努力程度作为因变量，建构了四者关系的假设模型（见图1）。

图1 二语动机自我系统与学习努力程度关系的假设模型

为了满足模型的信度要求，本研究在实际建模过程中删除了5个题项。选取的模型适配度指标如下：CMIN/DF＜5，p＞0.05，GFI＞0.90，AGFI＞0.90，CFI＞0.90，RMSEA＜0.08，RMR＜0.05（吴明隆 2010： 52-53）。根据Amos系统提示的修正指标（modification indices）进行必要修正后，模型在适配度指标上的表现如下：CMIN/DF=4.935，p=0.000，GFI=0.938，AGFI=0.909，CFI=0.970，RMSEA=0.065，RMR=0.036。 尽管p值小于0.05，但因其对样本大小非常敏感，样本越大越容易达到显著，所以在其他指标均符合要求的情况下，结构模型是可以接受的。最终模型与标准化路径系数如图2所示，所有路径均达到0.05的显著水平。

图2 二语动机自我系统与学习努力程度关系的最终模型和标准化路径系数

如图2所示，理想二语自我和应该二语自我以双箭头相连，表明两者互相影响（0.79）。根据Boyatzis ＆ Akrivou（2006）的观点，个体隶属的社群会对其产生影响，因此，在社会压力普遍存在的情况下，很难清晰界定个体的理想自我是完全体现了个人意愿还是掺杂了重要他者和团体规范的意志。受传统文化的熏陶，中国人对自我的认知通常以他者为导向，因此学生可能会将父母和老师认为其应具备的素质纳入到理想自我的建构中，将避免考试失败、不辜负父母和老师的期望与谋求个人发展、实现个人理想结合起来。这是一种高度内化的与成就相关的思维倾向（achievement-related mindset），可称之为“中国式责任”（Chinese imperative）（Chenet al.2005）。

理想二语自我与应该二语自我既能对学习努力程度产生直接影响 （理想二语自我→学习努力程度，应该二语自我→学习努力程度），又能通过二语学习体验对学习努力程度产生间接影响（理想二语自我→二语学习体验→学习努力程度，应该二语自我→二语学习体验→学习努力程度）。而二语学习体验对学习努力程度的影响则是直接的（二语学习体验→学习努力程度）。

表7 二语动机自我系统对学习努力程度的影响

表7是根据Amos系统生成的估计值报表中标准化直接效应（standardized directeffects）和标准化间接效应（standardized indirect effects）的数值汇总而来。由表7可知，理想二语自我和应该二语自我的直接效应（0.116和0.201）均小于间接效应（0.397和0.234），相比较而言，理想二语自我在两种效应上的差异更为明显。这说明学生的自我导向需要在具体的学习情境中实现“可及”（availability）和“可通达”（accessibility）（Norman ＆ Aron 2003），即切实的动机行为的产生离不开具体学习情境的支撑。虽然理想二语自我的总效应（0.513）大于应该二语自我（0.435），但差距并不大，这可能是两者“互相影响、互相重合”（刘珍等2012：34）的结果。因此，本研究不支持应该二语自我的动机效应被完全边缘化的论断（彭剑娥 2015；韦晓保 2013，2014）。

二语学习体验对学习努力程度的总效应高达0.713，与理想二语自我和应该二语自我的总效应之间存在较大差距。这一结果支持了前人研究所得出的二语动机自我系统三要素中，二语学习体验动机效应最强的结论（Papi2010；You ＆ Dörnyei2016；Youet al.2016；刘珍等 2012；彭剑娥 2015；韦晓保2013，2014）。学生对英语语言文化及英语学习目标、任务、环境、过程等的态度越积极，就越能产生努力学习英语的动机，并转化为实际行动。

二语动机自我系统三要素共能解释学习努力程度95.6%的变异，说明二语动机自我系统对学习努力程度具有极强的解释力，验证了理论的正确性和模型的有效性。

四、结论与启示

在前人研究的基础上，本研究对非英语专业大学生进行了问卷调查，旨在深入探究该群体二语动机自我系统的总体情况、影响因素及其与学习努力程度之间的关系。研究发现，学生的二语动机自我系统总体上处于中等偏上水平。多元方差分析显示，专业背景和英语水平对二语动机自我系统有显著的主效应，文科学生的理想二语自我和二语学习体验显著强于理工科学生，已过六级学生的理想二语自我显著强于未过四级学生，二语学习体验显著强于未过四级和已过四级学生。性别对二语动机自我系统无显著的主效应，但与专业背景和英语水平有显著的三重交互效应。换言之，性别对二语动机自我系统的影响受到专业背景和英语水平的制约。结构方程模型显示，理想二语自我和应该二语自我互相影响，两者既对学习努力程度产生直接影响，又通过二语学习体验对学习努力程度产生间接影响。二语动机自我系统三要素中，动机效应最强的是二语学习体验，其次是理想二语自我，应该二语自我的动机效应虽不及前两者，但亦不容忽视。

本研究可为大学英语教学提供两点启示：第一，教师应重视自我导向的动机效应，通过适当的干预手段，如Dörnyei ＆ Kubanyiova（2014）倡导的六步愿景训练法，帮助学生构建和强化理想二语自我，同时强化学生对自身学习行为的责任意识，使其重视应该二语自我的作用。第二，教师应注重良好师生关系的维系，努力构建和谐的课堂氛围，培养学生的学习兴趣，帮助学生积累英语学习的成功感和良好的学习体验，以使其愿意主动为英语学习付出更多努力。

当然，本研究也有一些不足之处：首先，结构方程模型只能验证所构建的模型是否合理，但不能确定该模型是否为最佳。换言之，可能存在比本研究更好的二语动机自我系统与学习努力程度的关系模型。其次，本研究采用纯量化的研究方法，难免受到问卷本身的局限，后续研究可加入访谈、日志等质性材料，以期更全面地揭示二语动机自我系统的规律。